3媒体关注对管理层持股与企业价值关系影响的实证研究
3.1研究假设
媒体治理是公司治理的一个重要方面，一方面媒体具有监督功能，能够抑制管理者的机会主义行为，减少盈余管理；另一方面，媒体又给管理者带来了巨大的市场压力，他们为了达到市场分析师的期望，或者为了满足市场的预期，反而有可能采取更多的机会主义行为。但是，目前没有学者从这两个方面，考察媒体关注与上市公司盈余管理之间的关系，在我国目前的制度环境下，媒体关注的监督功能与市场压力功能成为一个值得研究的问题。 Morck 等（1988）[44]、Griffith（1999）[45]、马施，李娜（2010）[46]、谭庆美，吴金克（2011）[47]等学者的研究结果都表明管理层持股比例与公司价值之间存在区间效应。Morck等人发现，在公司内部股东持股比例达5%之前，托宾Q值随管理层持股比例的增加而增加，这与“利益趋同假说” 一致。然后，托宾Q值随公司管理层持股比例的增加而下降，直至管理层持股比例达25%,这与掘壕自守假说一致；最后当公司管理层持股比例超过25%时，托宾Q值随内部股东持股比例的增加而缓慢增加。本文在这一研究的基础上，结合中国企业样本数据，进一步研究了媒体关注度对不同管理层持股比例区间下管理层持股比例与企业价值关系的影响。
本文分析相关理论假说时认为，当管理层持股比例较低时，管理者与股东之间的利益驱同效应占主导地位，管理层持股比重的提高可以有效降低代理成本，有利于中小上市企业市场绩效和会计绩效的改善。根据利益趋同假说，媒体能够对投资者发挥有效的舆论引导作用，媒体的引导作用能够帮助提高企业价值，此时，管理层持股比例越高，管理层因企业价值提高获利就越多，媒体在这时发挥了有效的监督和引导作用。因此，论文假设：
HI:在低管理层持股组中，媒体关注度对管理层持股比例与企业价值关系有增强作用。
当管理层持股比例较高，但未达到绝对控股时，管理层持股比重的增加会导致管理者防御，造成管理者对其他股东的利益侵占，增加了代理成本，不利于中小上市企业市场绩效和会计绩效的改善。此时，管理者有足够的能力巩固自己的管理地位以免受媒体的监督，媒体的监督作用不能有效地发挥。因此，论文假设：
H2:在中管理层持股组中，媒体关注度对管理层持股比例与企业价值关系无显著影响。
当管理层持股比例达到绝对控股时，管理层对企业具有绝对控制权，管理层利益与企业利益趋向一致，股权激励作用明显，管理层持股比重的进一步增加将会刺激管理者的经营行为，对中小上市企业市场绩效和会计绩效同样具有显著的正向影响。此时，媒体能够充分有效地发挥其揭露和引导功能，通过引起监管部门注意，影响股票市场波动等渠道影响管理层的利益。因此，论文假设：
H3:在高管理层持股组中，媒体关注度对管理层持股比例与企业价值关系有增强作用。
3.2模型设定
3.2.1 变量选取
1、企业价值
本文选取托宾Q和总资产收益率（ROA）作为企业价值的衡量指标，其公式为；丁0扮11'3（5=市场价值/重置成本=（每股价格><流通股份数+每股净资产><非流通股份数+负债账面价值）/总资产总资产报酬率（ROA）=净利润/总资产平均余额；总资产平均余额=（资产合计期末余额+资产合计上年期末余额）/2.
2、管理层持股比例
学者们一般的分歧都在于对管理层范围的界定。本文第二章对管理层进行了界定，所以在实证部分研究的管理层包括：总裁、副总裁、总经理、副总经理、公司董事会成员、董事会秘书、财务总监、总工程师等，还包括中层的管理者和关键岗位的骨干精英。公式为：
管理层持股比例（GC）=管理层持股总数/公司总股本数3、控制变量。媒体关注度（MEDIA）。李培功、沈艺峰，2010; Dyck、Volchkova and Zingales,2008等的研究结论都表明媒体的披露、监督和舆论引导功能能够对管理层行为产生影响。本文中Media的取值借鉴徐莉萍、辛宇和祝继高（2011）研究媒体关注与上市公司社会责任履行关系中的做法，使用《重要报纸全文数据库》中检索到的关于2010-2012各上市公司的新闻报道次数。
本文根据谭庆美、吴金克在2011年和魏峰、冉光和在2006年的研究结论选取了公司规模、直接控股股东持股比例、股东性质、公司未来成长能力作为控制变量进行研究。
公司规模（LNA）。公司的规模越大越能更好的抵御市场风险，也可在获得投资需要资金的同时制造出一定的竞争壁垒，对于潜在的进入者能够进行有效的阻止，这样就有利于提高该公司的行业竞争力，并有助于提高公司的绩效。与此同时，由于公司规模过大会对市场的反应迟钝，也会导致公司决策效率的低下，会不利于企业价值的提高。本文对公司规模的衡量是引入大多数学者采用的期末总资产的自然对数。
直接控股股东持股比例（DDG）。股权集中度这一指标可以度量因各股东所持股比例的不同而表现出来的股权结构是集中还是分散。公司的股权越集中，股东对管理层的监控力就越高，从而提高企业价值。由于持股比例决定着公司归谁所控制，因此在股权集中度的分析中，最重要的问题就是第一大股东的持股比例和其他大股东持股比例的问题。本文分别选用直接控股股东持股比例，反映上市公司股权集中度。直接控股股东持股比例用直接控股股东持有的股票数量占总股本的比例表示。
股权性质（SSP）。国有股是否为第一大股东，是则取值为1,否则取值为0.张国林和曾令琪（2005）、Sun和Tong（2003）等学者的研究结论都表明股权性质对企业价值存在影响。
公司未来成长能力（GR）。本文在提出研究假设时己分析出公司未来成长能力对企业价值是有影响的。一个公司的成长性越高，代表其发展潜力越大，那么该公司的价值表现也会越好。本文对公司未来成长能力的衡量用公司的主营业务收入增长率表示。
交叉变量（GC*MEDIA）。本文用管理层持股比例GC和媒体关注度MEDIA的成绩作为交互变量，用来衡量媒体关注度对管理层持股与企业价值相关关系的影响。
根据以上的变量选取，本文结合对所搜集的数据进行分析，我们选取各类变量并对其进行定义，如表3-1.
3.2.2 模型设定
鉴于本文的研究假设HI为管理层持股对企业价值的影响是否存在区间效应，所以本文针对假设H1,以每股收益和净资产收益率分别作为自变量设置了两个模型，模型一和模型三分别是以托宾Q和总资产报酬率（ROA）为因变量，用来检验管理层持股与企业价值的相关关系，并根据回归曲线对管理层持股进行分组；模型二和模型四则用来检验媒体关注度对管理层持股与企业价值相关关系的影响；模型设定如下：
其中托宾Q和ROA分别表示企业价值，GC为管理层持股比例，MEIDA、DDG、LNA、SSP、GR和GC*MEDIA分别表示的是媒体关注度、直接控股股东持股比例、公司期末总资产的自然对数、控股股东是否国有股、公司未来成长能力和管理层持股比例与媒体关注度的交叉变量，Po是常数项，Pi、p2、P3、P4、P5、Pfi. P7为回归系数，S为随机误差项。
3.3数据来源
本文所选样本资料全部来源于中国证监会网站、国泰君安数据库、上海证券交易所及深圳证券交易所。样本数据的筛选原则是：
1、考虑管理层持股的时间影响。为了避免因管理层持股时间太短，而对企业价值的影响有限，论文选取2010-2012年管理层连续三年都持有公司股份的上市公司作为样本。
2、只选择A股上市公司。因为B股和H股影响A股的信息披露，所以副除同时发行B股或H股的A股上市公司，仅保留A股上市的公司。
3、由于极端值对统计结果会产生不利影响，论文剔除ST和*ST公司、暂停上市和己退市的公司以及被注册会计师出具过保留、否定和无法表示意见的审计意见的上市公司。
4、剔除个别异常和数据不全的样本。通过逐个翻阅上市公司的公告和年报，并考虑管理层持股的情况和其数据的可得性，经过以上四个条件的蹄选，论文最终选取了 2010-2012年共2202个样本数据作为实证研究的对象，其中每一年的所选取的样本数量为734家。论文釆用统计软件SPSS进行数据分析处理。
3.4实证分析
3.4.1 描述性统计
3.3.1.1管理层持股比例的总体现状
以下是上海证券交易所和深圳证券交易所上市的公司管理层持股情况。研究的样本为2010-2012年上市公司中三年均有管理层持股的公司，分别为734家。得到的总体管理层持股比例均值，如表3-2所示。
从表3-1可以看出，上市公司管理层持股总体数量偏多、持股比例偏低，若对没有管理层持股的公司加以考虑，管理层持股数量占总股本的比例显得微不足道。但从年份的角度可以看出，2010年的持股均值为0.1648,2012年的持股均值为0.1497,2010-2012年三年管理层持股比例均值呈现出逐年下降的趋势。
由表3-2可以看出，最近三年我国平均有68.44%的上市公司管理层持有公司股份，2010-2012年我国上市公司的管理层持股公司数量的比重在逐年上升，2012年最多达到了 71.23%,说明有越来越多的上市公司在实施管理层持股激励模式。同时也可以看出，我国上市公司中管理层零持股现象虽然有所缓解，但在三年中管理层零持股的上市公司数量的比重平均占有31.56%,管理层持股比例最小值仍然均为0,也说明了上市公司管理层零持股现象仍然存在并未消除，且比重较大。
在以往的研究中，各界学者基本均认为我国管理层持股规模偏小，研究管理层持股比例的均值大约在1.0%左右。之所以本文的样本分析结果与国内学者的分析结果相差很多，其原因主要有两点：首先，选择的样本数据不同。以往的学者选择的样本为全体上市公司，本文所选择的是2010-2012均由管理层持股的上市公司。其次，现有文献中的大多数研究所取得的数据仅仅为某一年数据。所以，本文所得的最近三年管理层持股的公司数量以及平均持股规模都有明显的上升趋势。
3.3.1.2管理层持股行业分布
依据证监会对行业的分类标准，本文选取几类较为重要的行业对上市公司的管理层持股情况进行考察。下表为我国上市公司管理层持股比例行业分布表，如表3-3所示。
从表3-3可以看出，在以上研究的行业中，2012年的管理层持股均值最大的是建筑业，其数值达到了 22.79%.表中的农业、制造业、建筑业、信息技术业、房地产业以及社会服务业的管理层持股均值相对较大，其管理层持股比例均大于10%,而电力、热力、燃气及水生产和供应业、交通运输、仓储和邮政业的持股比例则相对较低。根据三年的数据分析得出，2010-2012年的上市公司零持股的数量仍占有较大比重，但从各行业管理层持股比例均值来看，除采矿业、批发零售业和交通运输业，三年管理层持股比例基本呈现出逐年降低态势，尤以制造业、建筑业、房地产业以及社会服务业最为明显。
3.3.1.3模型总体描述性统计
从下表3-4可以看出，我国上市公司2010-2012年管理层持股比例平均值为0.06524,而其他国内的学者研究整体上市公司所得到的管理层持股比例大部分在0.01左右，说明上市公司的管理层持股水平还是较高的，同时也初步验证了本文的研究意义。从表3-4还可以看出，上市公司管理层持股水平从2008年到2010年呈现出上升趋势，这说明上市公司整体越来越重视管理层持股激励这一模式，但从管理层持股的最小值与最大值的比较来看，管理层持股比例两极分化仍然较为严重。
由表3-4可以看出，2202家样本公司的被解释变量托宾Q,标准差为1.6169,样本之间差异较为明显，这与所选样本来自于沪深两市各个行业的上市公司有关，也和各公司所面临的投资风险、市场环境、融资环境等不相同有关。总资产报酬率（ROA）样本之间差异相对较小，标准差为0.0552.托宾Q和总资产报酬率均值分别为2.4780和0.0577,样本整体有盈利能力，且二者最小值为负数，说明研究样本的覆盖面较广，具有代表性。
解释变量管理层持股比例的最小值接近于零，最大值为0.7882.其中最大值的持股公司为胜利精密的监事会主席和董事会成员以及执行副总裁持有。
在控制变量中，媒体关注度的标准差最高为14.518,说明媒体对上市公司的关注存在扎堆报道的现象。其次为总资产自然对数标准差为1.1074,说明各个公司规模差异大，所以不能忽视公司规模这一变量对企业价值的影响；公司未来成长能力指标主营业务收入增长率的平均值为0. 2343,与最大值10.0539相距甚远，根据进一步的统计发现，这种差异是与各公司的战略选择和经营特点有关；直接控股股东持股比例的均值为0.3437,未达到绝对的控股，可以看出上市公司一股独大的现象并不明显。
3.4.2 相关性统计分析
在进行回归分析前，首先应对各个变量间的相关性进行检验，其原因是要排除关联度极高的自变量影响回归方程的正确性，防止产生多重共线的问题。多重共线是在线性回归模型中，由于自变量之间存在精确或者高度相关的关系，从而使模型的估计失真或难以准确估计。所指的高度相关通常是自变量问的相关系数大于0.8.所以，即使自变量之间存在显著的相关关系，但只要相关系数较低或其相关系数没有高于0.8的情况下，自变量的选取设定是符合统计学设定原理的。下表为变量Pearson相关系数假设检验表，如表3-5所示。
分析表3-5,管理层持股与两个被解释变量托宾Q和总资产报酬率相关系数分别为0.193和0.115,也都大于0.05,说明管理层持股与上市公司企业价值之间接近线性关系，符合论文前面的假设，也为下文的回归分析提供初步证据。从表5-4中可以看出，公司规模、成长能力以及直接控股股东持股比例不管是和每股收益还是净资产收益率都显示存在线性关系，本文选取的三个控制变量的指标是有效的，其它的三个假设也都得到了初步验证。再从变量间的相关系数来看，都没有达到0.5,最高值0.567也明显低于高度相关设定值0.8,因此可以得出，本文选取的自变量之间共线性不强，也不会产生多重共线的问题，其设定符合统计学的设定原理。
3.4.3 头证结果
3.3.3.1样本分组
为了检验本文的研究假设，本文首先对模型一和模型三进行回归，并根据回归结果对样本进行分组，以研究在不同管理层持股比例组中，媒体关注度对管理层持股比例与企业价值关系的影响。为了能够更加全面的衡量企业价值，本文选取了托宾Q和总资产报酬率（ROA）两个被解释变量，来验证管理层持股对上市公司企业价值的影响是否存在区间效应，下面针对上文设计的两个模型来分别进行回归分析。模型一的回归分析结果如表3-6所示。
模型一的sig为0.000,远小于0.05的显著性水平，模型通过F值检验，该回归方程的显著性较好，具有统计学的意义。表3-6中，VIF值也通过了共线性检验，表明变量间不存在显著的多重共线性。
从表3-6可以看出，除直接控股股东持股比例外，模型一的所有变量sig显著性检验都小于0.05水平，各变量均通过T值的检验，与托宾Q显著相关。模型一的三个控制变量均与托宾Q显著正相关，其中与营业收入增长率相关性最强，说明公司的成长潜力越大，企业价值也越高。而由于股东不直接参与公司的经营管理，直接控股股东持股比例越高的公司并没有明显提高公司的托宾Q值。公司股权性质也与托宾Q呈正向相关，说明第一大股东为国有股的公司其企业价值就越高，这也证实了前文的假设。公司总资产自然对数与托宾Q显著负相关，说明总资产越高的公司，企业价值越低。设。GC、GC2及GC3也均通过T值检验与托宾Q显著相关，GC和GC3的相关系数为正，GC2相关系数为负，说明管理层持股对上市公司的价值影响呈现出N形曲线，管理层持股对上市公司价值的影响是存在区间效应的。分析回归分析的结果，将相关系数带入所建立的模型，得出方程：
TobinQ=14.497+4.058GC-16.341GC^+16.785GC^+0.399GR+0.224SSP-0.567LNA+0.324DDG通过对上述方程的管理持股比例变量进行一次求导，求出方程的拐点，分别为16.73%和48.18%.当管理层持股比例处在0-16.73%之间时，随着管理层持股比例的增加，企业价值也随之上升。在管理层持股比例较低的情况下，公司的管理层持股水平处于较低水平，出现企业价值随着管理层持股比例的增加而增加的情况；当管理层持股比例介于16.73%和48.18%之间时，随着管理层持股比例的上升，企业价值开始下降；当管理层持股比例大于48.18%时，随着管理层持股比例的增加，企业价值也随之增加。因此验证了管理层持股比例对企业价值的影响存在区间效应的假设。
对模型三运用SPSS进行回归分析，结果如表3-7.
a.因变量：ROA.
表3-7显示，模型三的sig显著性检验为0.000,远小于0.05的显著性水平，通过F值检验，回归方程的显著性较好，分析的模型具有统计学意义。如表5-8所示，公司股权性质Beta系数为0.003,sig为0.363,公司总资产自然对数Beta系数为0.001,sig为0.326,显著性检验未通过，表明这两个控制变量与总资产报酬率（ROA）相关关系不显著。因为公司规模越大，企业价值越高，但企业的经营绩效却不一定越高。除此之外，其它变量均通过T值的检验。
再看表3-7,GC、GC2、GC3与总资产报酬率的相关性，其T值均通过检验，表现出显著的相关性，性，其中GC和GC3的相关系数为正，GC2的相关系数为负，结果与在文献综述提到的Morck、shleifer和vishny的研究结论相似，管理层持股比例对企业价值的影响呈现出先上升再下降再上升的N形曲线关系，证明论文的假设1即管理层持股对企业价值的影响存在区间效应。分析回归分析的结果，将相关系数带入所建立模型，得出方程：
ROA=0.010+0.177GC-0.536GC^+0.458GC^+0.020GR+0.031DDG通过对上述方程的管理持股比例变量进行一次求导，求出方程的拐点，分别为23.71%和54.25%.这一结果也验证了管理层持股比例对企业价值的影响存在区间效应的假设。对比表3-6和表3-7,可以看出公司规模和公司性质会影响公司的托宾Q值，但与总资产报酬率不存在显著的相关关系，而直接控股股东持股比例会影响公司的总资产报酬率，却不会影响公司的托宾Q值。
在以托宾Q为因变量的模型中，将0-16.73%定为低管理层持股组，共1474家公司；将16.73%-48.18%定为中管理层持股组，共407家；将大于48.18%的样本定为高管理层持股组，共321家。在以ROA为因变量的模型中，将0-23.71%定为低管理层持股组，共1559家公司；将23.71%-54.25%定为中管理层持股组，共437家；将大于54.25%的样本定为高管理层持股组，共206家。
3.3.3.2分组回归
根据前文的分组对样本进行回归，检验媒体关注度对管理层持股与企业价值关系的影响，回归结果如表3-8:
表3-8中可以看出，在高管理层持股组和低管理层持股组管理层持股比例与托宾Q显著正相关，且两组数据中交互变量GC*MEDIA也通过了 T值检验与托宾Q显著正相关，说明媒体关注度高的公司管理层持股对托宾Q的影响更强，这也就是验证了前文的假设。表中还可以看出，相比高管理层持股组，低管理层持股组管理层持股比例与托宾Q的相关性更强，也更显著，说明低管理层持股组中提高管理层持股比例更能提升托宾Q值。
表中还可看出，以ROA为因变量的回归结果中，在中管理层持股组，管理层持股比例在系数上虽显示与托宾Q为负相关，但sig值为0.341,未通过T值检验，说明在中管理层持股组，管理层持股比例与企业价值的负相关关系不显著。表3-8中以ROA为因变量的回归结果显示，在低管理层持股组中管理层持股比例与总资产报酬率显著正相关，Beta系数为0.108.交互变量GC*MEDIA的Beta系数为0.011, sig为0.001,通过了 T值检验，表明在低管理层持股组，媒体关注度越高，管理层持股与总资产报酬率的正相关关系越强。在高管理层持股组，管理层持股比例与总资产报酬率的显著性明显低于低管理层持股组，且交互变量没有通过T值检验，说明管理层持股比例越高的公司总资产报酬率越高，但媒体关注度高的公司并没有明显增强二者的相关关系。
除了高管理层持股组中交互变量的显著性，模型四结果与模型二结果基本一致，实证结论验证了前文的利益趋同假说和掘壤自守假说，在低管理层持股组，管理层持股没有达到对公司有控制力的比例，公司价值的最大化与管理层薪酬息息相关，管理层受外界约束力也比较强，此时媒体能够有效发挥其关注对管理层行为的影响很强，媒体关注度高的公司管理层持股对企业价值的影响更强；而随着管理层持股比例不断增加，公司的管理层所拥有的股份也随之增加，他们手中的权利也就越大，其行为受外界的约束也就越弱，此时管理层有足够的能力巩固自己的管理地位以免受其他监控机制的监督，因此在中管理层持股组，媒体关注对管理层持股比例与企业价值关系的影响不显著；当管理层持股比例达到管理层绝对控制公司时，管理层就是公司的股东，管理层与股东利益一致，此时管理层会为了增加企业价值而在意舆论的压力，此时媒体能够有效地发挥其监督和舆论引导功能，因此在高管理层持股组，媒体关注对管理层持股与企业价值管理影响比较显著。
另外，实证结果也说明管理层持股比例达到对企业绝对控制时，相对于公司绩效管理层更关注公司市场价值，导致媒体关注度对管理层持股比例与总资产报酬率的关系影响不显著。
